我國糧食進出口、國內糧價與國際糧價的互動關系研究

王新華

（武漢工業學院 經濟與管理學院，武漢 430023）

我國糧食進出口、國內糧價與國際糧價的互動關系研究

王新華

（武漢工業學院 經濟與管理學院，武漢 430023）

文章基于VAR模型對我國糧食進出口、國內糧價、國際糧價之間的關系進行實證研究。結果表明，國際糧價對國內糧價影響較大，而國內糧價對國際糧價影響較小。糧食進口和糧食出口對國際糧價的影響均較小，國際糧價對糧食出口和糧食進口的影響均較大。國內糧價對糧食進口影響較大，但對糧食出口影響相對較小，國內糧價是糧食出口和糧食進口的Granger原因，糧食進口是國內糧價的Granger原因，但糧食出口不是國內糧價的Granger原因。

國際糧價；國內糧價；糧食出口；糧食進口

0 引言

近年來，國際國內糧價劇烈波動，糧食價格的劇烈波動直接影響了糧食的供給和需求。我國作為全球第一的人口大國，糧食安全問題一直都是非常重要的問題，并且我國糧食價格波動與糧食安全問題更加復雜，必須置身于一個開放的經濟系統中考慮，而糧食國際貿易是國際間價格傳導的重要渠道[1]。因此，探討我國糧食進出口、國內糧價與國際糧價之間的關系，有利于我國充分利用國際國內兩個市場來增強市場的穩定性和抗擊市場波動風險的能力，穩定國內糧價，保證我國的糧食安全。

國內外已有文獻對中國糧食進出口貿易與國際糧價、國內糧價的關系進行了部分探討。王銳（2012）基于2003年1月至2011年8月的月度數據，采用協整分析、格蘭杰因果檢驗等方法，從糧食安全的角度，研究了我國糧食進出口與國際國內糧食價格波動的關系[1]。潘蘇、熊啟泉（2011）根據2002年1月至2010年12月的月度數據，運用協助、誤差修正模型以及脈沖響應函數等方法分析了入世以來國際糧價對國內糧價波動的影響[2]。丁守海（2009）利用Johansen檢驗和VEC模型，考察了大米、小麥、玉米、大豆等四類糧食品種國內外價格的傳遞關系，并發現，無論是長期還是短期波動的角度，國際糧價的變動，都會在相當程度上輸入我國[3]。已有文獻中，較少關注糧食進出口對國際、國內糧價的影響，研究方法單一，主要是協整理論。本文是在已有文獻基礎上，基于VAR模型對我國糧食進出口、國內糧價、國際糧價之間的關系進行實證研究。

1 模型與數據

1.1 計量模型

本文所使用的計量模型是VAR模型（Vector Autoregression），即向量自回歸模型，該模型通常用于相關時間序列系統的預測和隨機擾動對變量系統的動態影響。模型避開了結構建模方法中需要對系統中每個內生變量關于所有內生變量滯后函數的建模問題。向量自回歸模型實際上是向量自回歸移動平均模型（VARMA）的簡化，后者因參數過多帶來很多問題而少有應用。最一般的VAR模型數學表達式為：

其中，yt是m維內生變量向量，xt是d維外生變量向量，A1…Ap和B1…Br是待估計的參數矩陣，內生變量和外生變量分別有p和r階滯后期。εt是隨機擾動項，其同時刻的元素可以彼此相關，但不能與自身滯后期和模型右邊的變量相關[4]。

1.2 數據來源

本文考慮四個變量的VAR模型，四個變量依次是國內糧食價格（DPRICE）、國際糧食價格（IPRICE）、中國糧食出口（GEX）、中國糧食進口（GIM）,時間跨度為1991～2011年。

其中國內糧食價格選取國內糧食零售價格指數，數據來源于《中國統計年鑒》各期。國際糧食價格選取國際谷物糧食價格指數，數據來源于國際糧農組織官網（www.fao.org)。糧食出口用糧食出口量來表示，糧食進口用糧食進口量來表示，單位都是萬噸，1993～2011年數據來源于中國農業信息網（www.agri.gov.cn），1991～1992年數據來源于《中國對外經濟貿易年鑒》。另外，為了消除異方差，國內糧食價格和國際糧食價格轉化為以1991為基期的定基指數，然后取對數，糧食出口和糧食進口直接取對數。各種檢驗均采用計量分析軟件Eviews5.1。

2 實證結果分析

2.1 單位根檢驗

為了避免對非平穩時間序列進行回歸時造成虛假回歸等問題的出現，需要在回歸前對SFDI、SEX、SIM的時間序列數據進行平穩性檢驗。其中單位根檢驗是時間序列平穩性檢驗的一種正式方法。

一般用的最多的方法是ADF檢驗，檢驗方法為：

其中 c為常數項，δt為趨勢項，Δyt-1、Δyt-2……Δyt-p+1分別為Δyt的滯后各期，εt是白噪聲。檢驗假設為：H0:r=0，H1:r＜0，若接受原假設，則序列yt存在單位根，即yt是非平穩的。反之，拒絕原假設，則序列yt是平穩的[4]。單位根檢驗結果（如表1）顯示，lnDPRICE、lnIPRICE、lnGEX、lnGIM在5%的顯著性水平下都是非平穩的，對它們進行一階差分后是平穩的，所以，lnDPRICE、lnIPRICE、lnGEX、lnGIM都是一階單整序列。

2.2 建立VAR模型

對于lnDPRICE、lnIPRICE、lnGEX、lnGIM這四個具有同樣單位根性質的時間序列數據，滿足VAR模型估算的要求，可以進行建模。

考慮到樣本區間有限，不宜選取較大的階數，根據AIC、SC最小原則，選擇最優的滯后階數為3（如表2）。

表2 VAR模型的最佳滯后階數檢驗結果

當滯后階數為3時，建立VAR（3）模型如表3。

表3 LOG(IPRICR)的方差分解結果

從表3可以看出，在其他條件保持不變的情況下，滯后一期的國際糧價對國內糧價有負向影響，滯后一期的國際糧價每上升1%，則國內糧價下降0.0568%。滯后兩期、滯后三期的國際糧價對國內糧價有正向影響，在其他條件保持不變的情況下，滯后兩期的國際糧價每上升1%，則國內糧價上升0.2241%，滯后三期的國際糧價每上升1%，則國內糧價上升0.1268%。

滯后一期的國內糧價對國際糧價有正向影響，在其他條件保持不變的情況下，滯后一期的國內糧價每上升1%，則國際糧價上升2.3117%。滯后兩期的國內糧價對國際糧價有負向影響，在其他條件保持不變的情況下，滯后亮起的國際糧價每上升1%，則國際糧價下降1.8858%。

從VAR模型的估計結果（表略）還可以看出，糧食出口、糧食進口對國際糧價的影響均較小。

2.3 脈沖響應函數

脈沖響應函數刻畫了一個變量的隨機誤差項的沖擊對每個內生變量當期及以后各期的影響。

從圖1、圖2、圖3可以看出國際糧價受到其他因素沖擊的響應。其中，由圖1可以看出，國內糧價一個標準差沖擊對國際糧價在第1期有較小的正向影響，約為0.055，第2期有所增加，第3期又減小，第4、5期持續增加，第6、7期又減小，第8-10期一直增加達到約0.18。由圖2可以看出，糧食出口一個標準差沖擊對國際糧價在第1期沒有反應，第2期有正向反應，第3-5期逐漸增加，第6期又突然下降，從第7期開始反應又逐漸增大。從圖3可以看出，糧食進口一個標準差沖擊對國際糧價在第1期沒有反應，第2期為負向反應，第3期接近于0，第4期為正向反應，第5期又接近于0，從第6期開始轉為負向反應。由此可以得出，國內糧價、糧食出口對國際糧價的沖擊較為持續，且都是正向影響。糧食進口對國際糧價的沖擊較為復雜，正向和負向影響交替出現。

從圖4、圖5、圖6可以看出國內糧價收到其他因素沖擊的影響。其中，從圖4可以看出，國際糧價一個標準差沖擊對國內糧價在第1期沒有反應，第2-4期逐漸增加，且為正向反應，第5、6期基本保持不變，從第7期開始又逐漸增加。從圖5可以看出，糧食出口一個標準差沖擊對國內糧價在第1期沒有反應，第2期為正向反應，約為0.015，第3期增加到0.02，第4期又下降到0.016，第5期增加，第6期下降，從第7期開始又逐期增加。從圖6可以看出，糧食進口一個標準差沖擊對國內糧價在第1期沒有反應，第2期為負向反應，約為-0.014，第3期轉為正向反應，約為0.002，從第4期開始又轉為負向反應，且負向反應程度呈增長趨勢。由此可以得出，國際糧價、糧食出口對國內糧價的沖擊較為持續，且都是正向影響，而糧食進口對國內糧價的沖擊較為復雜，正負交替，絕大多數為負向影響。

2.4 方差分解

考察VAR模型時，還可以采用方差分解方法研究模型的動態特征。其主要思想是，把系統中每個內生變量（共m個）的波動（k步預測均方誤差）按其成因分解為各方程新息相關聯的m個組成部分，從而了解新息對模型內生變量的相對重要性[4]。

圖1 國際糧價對國內糧價

圖2 國際糧價對糧食出口

圖3 國際糧價對糧食進口

圖4 國內糧價對國際糧價

圖5 國內糧價對糧食出口

圖6 國內糧價對糧食進口

從國際糧價方差分解的情況來看（如表3），國際糧價自身的影響最大，大約占90.79%，國內糧價的影響其次，大約占5.88%，糧食出口的影響占1.83%，糧食進口的影響占1.50%。從國內糧價方差分解的情況來看（如表4），國際糧價的影響最大，大約占89.35%，國內糧價自身的影響其次，大約占8.07%，糧食出口的影響占1.98%，糧食進口的影響占0.59%。

表4 LOG(DPRICE)的方差分解結果

由此可以得出，國際糧價對國內糧價影響較大，而國內糧價對國際糧價影響較小。糧食進口和糧食出口對國際糧價的影響均較小。

從糧食出口方差分解的情況來看（如表5），國際糧價的影響最大，大概占81.09%，國內糧價的影響其次，大概占7.91%，糧食進口的影響占5.85%，糧食出口自身的影響最小，大概占5.15%。從糧食進口方差分解的情況來看（如表6），國際糧價的影響最大，大概占50.58%，國內糧價的影響其次，大約占32.33%，糧食進口自身的影響占12.47%，糧食出口的影響最小，占4.61%。由此可以得出，國際糧價對糧食出口和糧食進口的影響均較大，國內糧價對糧食進口影響較大，但對糧食出口影響相對較小。

表5 LOG(GEX)的方差分解結果

表6 LOG(GIM)的方差分解結果

2.5 Granger因果檢驗

Granger因果檢驗的基本思想是，已知時間序列xt、yt，若有回歸模型：

H0：x 不 是 引 起 y 變 化 的 Granger原 因 ，即 H0：β1=β2=......=βq=0

對三個變量作因果檢驗，Granger因果檢驗具體結果見表7。

從表7可以看出，國際糧價、國內糧價、糧食出口、糧食進口之間的因果關系。在這四個變量中，國內糧價是糧食出口的Granger原因，國內糧價也是糧食進口的Granger原因，糧食進口是國內糧價的Granger原因。而其他變量間均不存在相互的Granger原因。

表7 Granger因果檢驗結果

3 結論

本文是在已有文獻基礎上，基于VAR模型對我國糧食進出口、國內糧價、國際糧價之間的關系進行實證研究。結果表明，國際糧價對國內糧價影響較大，而國內糧價對國際糧價影響較小。糧食進口和糧食出口對國際糧價的影響均較小，國際糧價對糧食出口和糧食進口的影響均較大。國內糧價對糧食進口影響較大，但對糧食出口影響相對較小，國內糧價是糧食出口和糧食進口的Granger原因，糧食進口是國內糧價的Granger原因，但糧食出口不是國內糧價的Granger原因。

可以看出，我國糧食進出口貿易對國際糧價的影響還相對有限，糧食進口和糧食出口均不存在“大國效應”，但是，國際糧價的波動對我國糧食進口和糧食出口卻有較大影響。同時，國內糧價的波動也對我國糧食進口和糧食出口有一定的影響。因此，我國應該密切關注國際和國內糧食市場，合理進口糧食，適當發展糧食出口貿易，保障國內糧價的穩定，從而保障我國的糧食安全。

[1]王銳.我國糧食進出口與糧食價格關系的實證研究——基于糧食安全的角度[J].廣東商學院學報，2012（,1）.

[2]潘蘇,熊啟泉.國際糧價對國內糧價傳遞效應研究——以大米、小麥和玉米為例[J].國際貿易問題，2011（,10）.

[3]丁守海.國際糧價波動對我國糧價的影響分析[J].經濟科學，2009,（2）.

[4]易丹輝.數據分析與Eviews應用[M].北京：中國統計出版社，2002.

F125

A

1002-6487（2013）14-0118-04

湖北省教育廳人文社科項目（2012Q172）；武漢工業學院校立重點課題（2012D06）

王新華（1980-），男，湖北潛江人，副教授，研究方向：國際貿易與投資。

(責任編輯/易永生)